糧食價格和農業收入對糧食產量的影響的研究

[摘 要] 近年來，中國的糧食生產問題，農產品價格問題一直是中國經濟的熱點和難點問題。糧食生產不穩定會引發糧食供求關系的變動，使糧價變動，而糧價是一種基礎性產品價格，糧價上漲很容易引發一系列相關產品價格上漲，引起全社會物價上漲，影響整個宏觀經濟。因此必須對影響糧食產量的因素加以足夠重視。本文通過建立模型、計量分析，研究了糧食價格和農業收入對糧食產量的影響，特別是找到價格對產量的滯后影響。這對我國政府預測糧食產量，和找到提高糧農生產積極性的途徑，有著較好的指導意義。

[關鍵詞] 糧食產量 糧食零售價格指數 農業收入

一、導論及問題提出

研究糧食產量問題及影響因素，一般認為糧食產量和糧食單產、播種面積、農機總動力、灌溉面積、受災面積，化肥施用量、農業科技三項費用等個指標之間存在著線性關系。李芝蘭“影響我國糧食生產的因素分析及對策選擇”，載《經濟師》，2007年9期。謝杰“中國糧食生產影響因素研究”， 載《經濟問題探索》2007年第9期。也有學者認為影響農民種糧積極性的主要因素是種糧與其它可行經濟活動的比較收益。孫海清和王波(1999年)提出，在現實的經濟體制、政策和資源條件下，農戶收入已成為影響糧食生產的主要因素。

同時，學者們也發現即我國糧食生產波動的外部沖擊變量不僅包括糧食收入，還包括糧食本身價格、糧食生產投入品價格以及其它相關農產品的價格(種糧的機會成本)。其中，糧食本身價格又分糧食收購價格和糧食市場價格兩種。這兩種價格經過不同研究者、不同研究方法得出的結論也不同。如孫婭范、余海鵬(1999)應用Granger因果關系檢驗法和時間序列分析方法分析結果表明糧食收購價格的影響比較大。有的研究報告則認為糧食市場價格的影響較大，如方福平、王磊、廖西元(2005)采用濾波法分析得出:農業生產條件改善、糧食市場價格變化、種水稻的效益比較等因素對稻農的生產經營行為和單產形成有一定的關系。

二、相關數據收集

數據來源：中經專網。樣本區間：1983～2005的年度數據。變量選擇:Q=糧食產量(萬噸)P=糧食零售價格指數(上年=100)Y=農村居民家庭人均年純收入的家庭經營農業收入(元)

三、計量模型

1.建立模型及平穩性檢驗

(1)建立模型以及檢驗模型設定誤差

①將糧食產量Q作為被解釋變量，糧食零售價格指數P及其五年內的滯后項、農村居民家庭人均年純收入的家庭經營農業收入Y及其一年的滯后項作為解釋變量，建立如下模型：

利用Eviews進行回歸后，得：

(5422.223)(30.75698)(32.88820) (33.35154) (33.81285)(28.05541) (7.615387) (8.167393)

t=(5.199648)(-0.447621)(0.033697)(0.047498) (-0.112766)(4.455952) (2.081504) (-1.036706)

=0.919068 ＝0.867566F=17.84530DW=1.757462

初始模型建立明顯大于樣本容量的承受能力，但這里是要通過檢驗大致地剔除變量，保留對q最有影響的變量，結果明顯是要保留p(-4)和y。新模型為：

②檢驗模型的是否有設定誤差，使用拉姆齊一般性檢驗。

采用為無約束模型，檢驗結果為

F統計量小于臨界值F0.95(2，19)=3.52，不拒絕H0:＝0，j=1，2，則表明不存在遺漏變量。

(2)時間序列平穩性檢驗

分別對被解釋吧變量Q，解釋變量P 和解釋變量Y用ADF法進行了平穩性檢驗，結果均為在一階差分且滯后0階的情況下平穩。

(3)進行多變量協整檢驗

對et 進行單位根檢驗，在10%顯著性水平下，拒絕原假設，可知存在協整關系。非平穩的經濟變量間有協整關系，說明相互之間存在長期的均衡關系。這種長期均衡關系雖然在短期內會出現失衡，而可以在短期動態過程的不斷調整中得以維持實現。

2.建立長期模型，對于長期模型進行各種檢驗

(1)模型回歸：

在Eviews中對模型進行回歸，結果如下：

(1982.170) (17.76606) (0.882976)

t =（13.85441） （6.607951） （8.911169）

=0.897742 ＝0.884960 F=70.23338 DW=1.795753

(2)模型的檢驗和修正：

分別對模型進行多重共線性檢驗、自相關檢驗和異方差檢驗。模型皆通過。

由以上分析可知，長期模型為:

3.建立短期動態模型

(1)建立誤差修正模型，進行回歸后得：

(301.9145) (19.28072) (3.436398) (0.234064)

t = （-1.076067） (4.968146) (4.353207) (-3.429830)

＝0.823547 ＝0.785736 F=21.78040 DW=1.849260

et從特殊到一般檢驗發現et(-1)相對較好t值在5%下顯著。

(2)對短期動態模型進行各種檢驗

分別對模型進行多重共線性檢驗、自相關檢驗和異方差檢驗。模型皆通過。由以上分析可知，短期誤差修正模型為：

四、經濟分析

由以上計量模型可知，長期糧食產量Q、糧食零售價格指數P、農村居民家庭人均年純收入的家庭經營農業收入Y之間的計量模型為：

在短期，經過修正之后可得糧食產量Q、糧食零售價格指數P、農村居民家庭人均年純收入的家庭經營農業收入Y之間的計量模型為：

通過短期和長期的計量模型可以得出以下結論：

第一：當年的糧食零售價格指數會對四年后的糧食產量產生顯著的影響。因此可以看出糧食價格對糧食產量的影響的滯后效應非常強。從長期看，當年糧食零售價格指數每增加一個單位，四年后的糧食產量就會平均增加117.3973萬噸。在短期，當年糧食零售價格指數的變化量每增加一個單位，四年后的糧食產量的增長量就會平均增加95.78942萬噸。

第二：當年的農村居民家庭人均年純收入的家庭經營農業收入會對當年的糧食產量產生顯著影響。從長期看，當年的農民經營農業收入每增加一元，當年的糧食產量就會平均增加7.868349萬噸。在短期，當年糧食零售價格指數的變化量每增加一個單位，當年的糧食產量的增長量就會平均增加14.95935萬噸。

第三：在短期模型中，誤差項ET（-1）的系數為-0.802799，體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期的修正量就越大，即系統存在誤差修正機制。

五、政策建議

由以上對計量模型的分析我們可以看出，糧食價格對糧食產量存在嚴重的滯后效應、而農民收入則可以比較及時的影響當期的糧食產量。因此農民對于價格信息的反應較之于對收入信息的反應的敏感程度是不一樣的。但是價格作為指導市場經濟的“看不見的手”，具有至關重要的資源配置的作用，但是我國農民對價格信息的滯后反映會造成資源配置的盲目性，也不利于農民收入的提高。因此加強價格信息的傳導機制，以及讓農民更直觀的意識到價格的重要性可以避免許多不必要的損失，同時從另一方面，我國政府對農產品的價格有很強的管制和干涉，例如實行農產品收購價格等。但是在長期，價格因素還是會顯著影響到農民的生產行為。因此我國制定農業政策保護農民利益應該考慮到價格的時間滯后性制定合理的收購價格，才能實現合理的農業產量，最終維護農民的利益和糧食市場的均衡。

參考文獻:

[1]朱 文:“影響我國糧食生產波動的因素分析”.《經濟觀察》，第7期.

[2]李芝蘭，2007：“對影響我國糧食生產的因素分析及對策選擇”，《經濟師》，第9期，2007

[3]謝 杰:“中國糧食生產影響因素研究*”，《經濟問題探索》，第9期，2007

[4]馬紅波 褚慶全:“我國糧食生產波動及其影響因素分析”，《安徽農業科學》，2007

[5]吳俊達 瞿 翔:“中國糧食增長的貢獻因素分析及政策建議”，《當代論壇》，第10期，2007

[6]尹成杰:“關于我國糧食生產波動的思考及建議”，《.農業經濟問題》第10期，2003

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